中国农村金融发展与经济增长良性互动的实证研究

董晓红，王 沫，王春宇

(哈尔滨商业大学金融学院，哈尔滨150028)

农村金融既是农村经济发展的一个核心部分，又是农村经济发展必不可少的重要支撑，所以农村金融发展的作用不可忽视。对于中国来说，农业资源丰富的比较优势没有形成全面的经济优势，农村金融支持力度相对不足是主要因素之一。鉴于此，本文选择中国农村金融发展和中国农村经济增长关系进行研究，探索中国农村经济增长与中国农村金融发展的内在关联，得出中国农村金融的发展和中国农村经济的增长之间是谁推动谁的发展，还是两者互为促进，良性互动，这对于中国农村经济的增长和中国农村金融的发展，有重要的理论意义和现实意义。

一、国内外研究现状及发展趋势

Kuznets(1955)认为，金融是在经济发展到一定规模的时候才开始出现，经济发展到成熟阶段才开始增长，Gurleyand Shaw(1960)、Goldsmith(1969)［1］、Mckinnon(1973)［2］等人分别从金融中介、金融结构、金融抑制与金融自由化等角度论述了金融因素在经济增长中的作用，Levine和King(1993)从1960—1989年的时间里，分析了80个国家的数据，研究生产率提高和资本积累途径，找到了测度金融发展的相应指标，得出了金融发展对长期经济增长、生产率提高和资本积累具有积极的作用，Greenwood(1997)建立的形式化模型表明了金融发展与经济增长间具有双向因果关系。

国内的一些学者分析了我国经济增长和金融发展关系，如:徐笑波、邓英(1994)研究了我国经济发展和农村金融深化的关系，通过定性描述得出二者之间的关系，用到的统计学的方法也基本停留在简单的描述性统计。张兵(2002)全面的研究了农村经济增长和金融资产相关率FIR的关系，从“农村金融资产”的数据中，修正了指标，其中农村国民收入指标代替农业GDP指标，通过横向与纵向的比较研究，研究出我国农村金融取得了很大的成果。丕禅与姚耀军(2004)基于向量自回归模型和协整分析，利用格兰杰结因果关系检验方法从1978—2002年的时间里，对中国经济增长和农村金融发展之间的关系进行实证研究。研究表明，农村金融发展是农村经济增长的格兰杰原因，而农村经济增长并不是农村金融发展的格兰杰原因。冉光和、温涛、熊德(2005)对农民收入增长和农村金融发展的关系进行了相应的实证分析，指出了中国农村金融发展和中国金融发展都对农民收入增长具有明显的负面效应，用经济增长和金融发展之间的正向作用关系直接替换金融发展与农民收入增长之间的关系，与我国经济发展的实际情况并不相符合。张颖慧(2007)选取中国农村人均生产总值、农村金融发展指标、农村经济对外开放程度的指标和农村投资，构建向量自回归计量模型进行相应的分析，得出中国农村金融发展对农村经济增长具有明显的积极的影响，意思是说农村金融的发展对中国农村经济的增长是有正面影响的。姜春(2008)认为，农村金融发展与经济增长两者关系中存在明显的“门槛效应”和“时滞效应”，初步判断经济发展中资金紧缺可能只是供需结构上的失衡，而不全是资金总量上的不足。

本文借鉴上面所述国内外研究现状，选取农村金融和农村经济的相关指标，以中国1990-2009年间大量的相关数据为基础，采取协整分析、格兰杰因果关系检验、对中国经济增长和中国农村金融发展之间的关系问题进行实证研究。由于数据容量大更适合向量自回归模型的条件，得出与上面所述的文献不一致的结论。

二、实证模型与检验结果

(一)计量模型的建立

基于数据的统计性质可建立向量自回归模型，同时向量自回归模型通过系统中每一个内生变量作为系统中全部内生变量的滞后值的函数来构建模型，所以向量自回归模型比单变量自回归模型具有更高的稳定性。本文所研究的指标变量通常是水平变量，具有非平稳性，防止出现伪回归的现象，首先使用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF单位根检验方法，检验变量是否具有平稳性。如果变量检验是单整的，本文将采用Engle和Granger(1987)提出的协整检验方法，分析中国农村经济增长和农村金融发展之间的长期相互关系。然后，进一步用格栏结因果检验法来检验中国经济增长与中国农村金融发展的因果关系。格栏结因果检验中最关键的是最优滞后期数的确定，最优滞后期数的确定按照舒而茨评价标准。

(二)指标选取

本文选取从1990—2009年间中国农村金融发展指标和中国农村经济适合的指标，构建向量自回归模型。由于农村生产总值的增长率是衡量农村经济是否稳定、健康向前发展的核心，所以本文选择农村GDP的增长率作为度量中国农村经济发展水平的一个变量，并用RGDP来表示。同时农村投资额是影响农村经济增长的一个非常重要的因素，由此，本文选择其中的一个指标为农村投资，用农村固定资产投资总额的数据来表示，记为RTZ。选择农村金融发展的指标，用农村贷款余额和农村存款余额的比率来表示，记为RJR，RJR描述的是农村储蓄转化为农村贷款的转化效率，其中，农村贷款=农业贷款余额+乡镇企业贷款余额，农村存款余额=农户储蓄存款余额+农业存款余额。同时，中国自加入WTO后，中国经济的开放程度有明显的加强，所以，中国的农村经济在对外开放中也占据一定的地位，农产品对外贸易的发展也是提高农村经济增长的一个因素，由此，本文选择农产品进出口贸易余额作为农村经济的开放程度，记为RCP。

(三)选取数据和处理数据说明

原始数据来自于《中国经济年鉴》、《中国统计年鉴》各个时期，因为有一些统计年鉴的统计口径不是统一的，有些数据是经过整理和相应计算得出的。为了消除异方差存在，同时为了削除数据剧烈的波动而带来的影响，对个别数据采取自然对数(LN)的变化，采用Eviews6.0软件分析数据。

表1 ADF单位根检验结果

(四)实证检验结果与分析

1.变量的平稳性检验

从表1可以得出，LNRGDP～I(1)，LNRTZ～I(1)，LNRJR～I(1)，LNRCP～I(1)，我们可以得出，LNRGDP、LNRTZ、LNRJR 和 LNRCP满足构造向量自回归模型的前提。

2.协整检验

Johansen检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，向量自回归模型中的一个重要问题就是确定滞后阶数，在Johansen检验之前首先需要确定向量自回归模型的滞后阶数。根据SC准则与AIC准则来确定滞后阶数:当滞后阶数为2时，AIC的值是最小的，为-10.07976，此时SC值也最小，为-8.315308。同时，使用JB检验和怀特检验，进一步来检验滞后期数是2的向量自回归模型，发现此模型的拟和优度是0.992567，残差序列是平稳的，因此为最优模型。在这个基础上，可以得Johansen协整检验结果如表2:

表2 Johansen协整检验结果

由表2可知，在1990—2009年的样本区间内，LNRGDP、LNRTZ、LNRJR 和 LNRCP这四个变量之间至多存在一个协整关系，说明这4个变量之间存在着一种长期均衡的关系。根据向量误差修正模型的均衡向量，如:

则这4个变量之间的一个协整方程为:

从上式可见，农村金融发展、农村投资以及农产品进出口贸易都与农村经济发展存在一种正相关关系，从这3个变量的系数上来看，农村金融发展(0.964869)对中国的农村经济增长影响相对来说是最大的，这3个变量的系数都为正，说明中国的农村投资、农村金融发展以及农村经济的开放都有利于农村经济的增长，中国农村金融发展对中国农村经济增长的拉动是最大的。

3.格兰杰因果检验

通过上述分析可知，农村金融发展、农村投资、农村经济的开放程度都和农村经济增长存在长期的一种均衡关系，为了进一步分析农村金融发展、中国农村投资、农村经济的开放程度对农村经济增长的关系，我们采用格兰杰因果分析，来检验分析中国农村投资和农村金融发展对农村经济增长的因果关系。格兰杰因果检验中最关键的是滞后期数的确定，本文中最优滞后期数的确定是按Schwarz的评价标准来确定的。

检验结果见表3。由表3可知农村经济增长与中国农村投资互为因果关系，农村金融发展和中国农村经济增长互为因果关系，同时，农村经济开放程度不是中国农村经济增长的格栏结原因，而中国农村经济增长却是农村经济开放程度增大的格栏结原因。由以上分析可以看出，中国农村投资、农村金融的发展有利于中国农村经济的增长，这与前面的协整检验的结果是一致的，而中国农村经济开放程度却不是农村经济增长的格栏结原因，这说明要不断增强农产品对外贸易发展能力。中国农产品对外贸易发展还存在不少困难，尤其是作为发展中国家和农业大国，与西方发达国家相比，农业生产和管理的基础还比较薄弱，还需要经过长期不懈的艰苦努力。

表3 中国农村经济增长与相关变量的Granger检验结果

三、结论

本文利用向量自回归模型、协整检验、格栏结因果关系检验进行实证，结果表明:

1990—2009年间中国农村经济增长和农村金融发展之间存在一种长期均衡关系。中国农村金融发展对农村经济增长有显著的正面促进的作用，这说明中国农村金融发展是有利于中国农村经济增长的，同时，中国的农村金融发展状况会随着中国农村经济的增长而发生相应的变化，农村经济的增长也有利于农村金融的发展。当农村金融发展缓慢时，中国农村经济的发展也很缓慢，使二者相匹配;当农村金融发展相对快速时，农村经济的增长相对来说也较快。这与一些学者研究所得结论不一致，主要原因也与指标的选取有直接的关系，所以下一阶段的研究方向，可以选取与之有关的其它指标，来研究二者之间的关系。

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